BÀI tập NHÓM môn học KINH tế LƯỢNG các nhân tố ảnh hưởng đến kết quả học tập của sinh viên UEB

Mức độ đạt được mục tiêu đào tạo của người học được phản ảnh khá tổng quan trong kết quả học tập trung bình GPA - Grade Point Average.. Có rất nhiều yếu tố ảnh hưởng đến sự khác nhau giữ

Trang 1

Đại học Quốc gia Hà Nội Trường đại học Kinh tế Khoa Kế toán - Kiểm toán _oOo _

BÀI TẬP NHÓM MÔN HỌC: KINH TẾ LƯỢNG

SINH VIÊN THỰC HIỆN:

1 Phùng Thanh Huyền - 19050886

2 Nguyễn Thị Hồng Nhung - 19050935

3 Đặng Thị Ngọc Quỳnh – 1905

4 Nguyễn Thị Thúy - 19050967

5 Vũ Thị Quỳnh Trang - 19050980

6 Hoàng Thị Hải Yến - 19050988

Hà Nội – 2021

Trang 2

MỤC LỤC

2.1 Thực hiện kiểm định giả thuyết với các hệ số j 8

3.4 Kiểm định hiện tượng bỏ sót biến của mô hình gốc 15

KẾT LUẬN VÀ KHUYẾN NGHỊ GIẢI PHÁP NÂNG CAO HIỆU QUẢ HỌC

4.2 Khuyến nghị nâng cao kết quả học tập trung bình của sinh viên UEB 19

Trang 3

LỜI MỞ ĐẦU

1 Lý do lựa chọn đề tài

Trong những năm gần đây, giáo dục đại học ở nước ta đã quan tâm nhiều hơn đến vấn đề cải cách giáo dục đại học trên phương diện mở rộng quy mô giáo dục, đầu

tư cơ sở vật chất và trang thiết bị, đổi mới phương pháp dạy và học, đã và đang từng bước thực hiện kiểm định chất lượng đào tạo đề ra đối với chương trình đào tạo cụ thể Mức độ đạt được mục tiêu đào tạo của người học được phản ảnh khá tổng quan trong kết quả học tập trung bình (GPA - Grade Point Average)

Kết quả học tập trung bình là tiêu thức đánh giá khá toàn diện và tổng quát, là mục tiêu phấn đấu cơ bản của sinh viên Có rất nhiều yếu tố ảnh hưởng đến sự khác nhau giữa kết quả học tập, bao gồm các yếu tố khách quan như điều kiện cơ sở vật chất nhà trường; điều kiện kinh tế gia đình; nội dung chương trình đào tạo; phương pháp giảng dạy và yếu tố chủ quan của bản thân sinh viên như thời gian dành để tự học ôn tập và thực hành kiến thức; thái độ, hành vi học tập của sinh viên trong môi trường giáo dục đại học Phân loại kết quả học tập sinh viên chủ yếu theo khoảng (ví dụ: 3.2-3.59 : loại Giỏi ; 3.6-4.0: loại Xuất sắc), nhiều sinh viên chỉ chênh lệch một chút mà không đạt được bằng tốt nghiệp mong muốn, do đó, mô hình ước lượng sẽ cho thấy mức độ ảnh hưởng của các nhân tố đến tổng thể kết quả học tập trung bình Xuất phát từ vấn đề thực tế, nhóm 1 lớp Kinh tế lượng tiến hành nghiên cứu đề tài: “Các nhân tố ảnh hưởng đến kết quả học tập của sinh viên UEB” nhằm đánh giá mức độ ảnh hưởng chủ yếu của các yếu tố chủ quan như thời gian tự học trong ngày, thái độ đi học muộn, số lần bỏ học trung bình trong tuần dẫn đến sự chênh lệch kết quả học tập trung bình giữa các sinh viên Từ mô hình phân tích, nhóm đề xuất một số một số giải pháp cải thiện thái độ học tập của sinh viên, nâng cao kết quả học tập sinh viên nói riêng và chất lượng đào tạo của nhà trường nói chung

2 Mục đích nghiên cứu

Nghiên cứu ảnh hưởng của các nhân tố chủ quan liên quan đến thái độ cá nhân sinh viên đến kết quả học tập trung bình

3 Đối tượng nghiên cứu

Sinh viên đang theo học tại Trường Đại học Kinh tế - ĐHQGHN

Trang 4

4 Phương pháp nghiên cứu

Được thực hiện dưới hình thức bảng hỏi khảo sát thăm dò 62 sinh viên Kết quả nghiên cứu được xử lý bằng phần mềm Eviews 8 Phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) được sử dụng để ước lượng mối quan hệ giữa các yếu tố đối với kết quả học tập trung bình

Link mẫu hỏi khảo sát sinh viên

5 Đóng góp của đề tài

Phân tích mối quan hệ giữa các yếu tố ảnh hưởng đến sự chênh lệch giữa kết quả học tập trung bình của sinh viên Từ đó, sinh viên có cái nhìn tổng quan về ảnh hưởng của từng nhân tố và đưa ra các giải pháp nâng cao kết quả học tập

6 Kết cấu bài viết

Bài viết gồm 3 chương chủ yếu phân tích kết quả nghiên cứu:

Chương I: Mô hình hồi quy

Chương II: Thực hiện kiểm định sự phù hợp mô

hình Chương III: Kiểm định phát hiện các khuyết tật

Chương IV: Kết luận và khuyến nghị giải pháp nâng cao kết quả học tập của sinh viên

1.1 Đề xuất mô hình

CHƯƠNG I:

MÔ HÌNH HỒI QUY

Đề xuất các biến trong mô hình:

Y: Điểm GPA tích lũy của sinh

viên X1: Giới tính

- Nếu X1=1: Sinh viên nữ

- Nếu X1=0: Sinh viên nam

X2: Thời gian tự học (h/ngày)

X3: Số lần lên thư viện(lần/tuần)

X4: Số lần nghỉ học (lần/tuần)

X5: Số lần đi học muộn (lần/tuần)

X6: Số tiết học trung bình 1 ngày

Trang 5

Đề xuất mô hình ước lượng:

GPAi = β0 + β1 × X1i + β2 × X2i + β3 × X3i + β4 × X4i + β5 × X5i + β6 × X6i + U i

1.2 Ước lượng mô hình hồi quy

Báo cáo kết quả ước lượng như sau:

Dependent Variable: C Method: Least Squares Date: 06/19/21 Time: 02:32 Sample: 1 62

Included observations: 62 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

Mean dependent var 1.000000 S.D dependent var 0.000000 S.E of regression 0.068743 Akaike info criterion -2.410874 Sum squared resid 0.259909 Schwarz criterion -2.170714 Log likelihood 81.73710 Hannan-Quinn criter -2.316581 Durbin-Watson stat 1.721436

Mô hình hồi quy mẫu:

GPAi = 2.854 + 0.314 × X1i + 0.042 × X2i + 0.036 × X3i − 0.085 × X4i − 0.039 × X5i

+ 0.013 × X6i + ei

1.3 Ý nghĩa kinh tế

β1 = 0.314112: Khi các nhân tố khác không đổi, thì điểm GPA trung bình sẽ chênh lệch giữa nữ so với nam là 0.314112

β2 = 0.042359: Khi các nhân tố khác không đổi, thì điểm GPA trung bình tăng 0.042359 khi thời gian tự học tăng 1h/ngày

β3 = 0.036737: Khi các nhân tố khác không đổi, thì điểm GPA trung bình tăng 0.036737 khi tăng 1 lần lên thư viện mỗi tuần

β4 = -0.085322: Khi các nhân tố khác không đổi, thì điểm GPA trung bình giảm 0.085322 khi tăng 1 lần nghỉ học trên tuần

β5 = -0.039105: Khi các nhân tố khác không đổi, thì điểm GPA trung bình giảm 0.039105 khi tăng 1 lần đi học muộn trên tuần

β6 = 0.013116: Khi các nhân tố khác không đổi, thì điểm GPA trung bình tăng 0.013116 khi tăng 1 môn đăng ký học trong kỳ

Trang 6

β2, β3 > 0 : Kết quả học tập trung bình có mối quan hệ thuận chiều đối với các nhân tố tích cực (thời gian tự học củng cố và thực hành kiến thức ở nhà và số lần lên thư viện nghiên cứu tài liệu) => Phù hợp với lý thuyết kinh tế

β4, β5 < 0 : Kết quả học tập trung bình có mối quan hệ nghịch chiều đối với các nhân tố tiêu cực (số lần nghỉ học và số lần đi học muộn trong tuần) => Phù hợp với lý thuyết kinh tế

R 2= 0.740814 cho biết mức độ phù hợp của mô hình là chặt chẽ, các yếu tố giới tính, thời gian tự học, thời gian đến thư viện, số lần nghỉ học, số lần đi học muộn, số tiết học trong ngày đã giải thích được 74.0814% sự thay đổi kết quả học tập trung bình của sinh viên UEB, còn 25.9186% của GPA được giải thích bởi các yếu tố ngẫu nhiên khác

Trang 7

SE(β )

CHƯƠNG II:

THỰC HIỆN KIỂM ĐỊNH SỰ PHÙ HỢP MÔ HÌNH

2.1 Thực hiện kiểm định giả thuyết với các hệ số βj

a) Kiểm định giả thuyết với β 1

- Kiểm định cặp giả thuyết:

- Tiêu chuẩn kiểm định: T = β 1

1

- Miền bác bỏ: Wα = {T/ |T

| > Tα/2(n-2)}

- Tính: Với α = 0.05, n = 62 ⇨ T0,025(60) =

2 Tqs = 2.888247

⇨ |T qs| > T0,025(60) ⇨ Tqs ∈ Wα

| |

⇨ Bác bỏ giả thuyết H0, chấp nhận đối thuyết H1

Vậy với mức ý nghĩa 5%, giới tính có ảnh hưởng đến điểm GPA tích lũy của sinh viên

b) Kiểm định giả thuyết với β 2

2

| > Tα/2(n-2)}

- Tính: Với α = 0.05 và n = 62 ⇨ T0,025(60) =

2 Tqs = 3.508980

⇨ |T qs| > T0,025(60) ⇨ Tqs ∈ Wα

| |

Vậy với mức ý nghĩa 5%, thời gian tự học có ảnh hưởng đến điểm GPA tích lũy của sinh viên

c) Kiểm định giả thuyết với β 3

Trang 8

SE(β )

3

|

> Tα/2(n-2)}

- Tính: Với α = 0.05 và n = 62 ⇨ T0,025(60) =

2 Tqs = 1.199908

⇨ |T qs| < T0,025(60) ⇨ Tqs ∉ Wα

| |

⇨Chấp nhận giả thuyết H0

Vậy với mức ý nghĩa 5%, số lần lên thư viện không ảnh hưởng đến điểm GPA tích lũy của sinh viên

d) Kiểm định giả thuyết với β 4

- Tiêu chuẩn kiểm định: T = β4

4

|

> Tα/2(n-2)}

- Tính: Với α = 0,05 và n = 62 ⇨ T0,025(60) =

2 Tqs = -7,506219

⇨ |T qs| > T0,025(60) ⇨ Tqs ∈ Wα

| |

Vậy với mức ý nghĩa 5%, số lần nghỉ học có ảnh hưởng đến điểm GPA tích lũy của sinh viên

e) Kiểm định giả thuyết với β 5

5

Trang 9

SE(β )

|

> Tα/2(n-2)}

- Tính: Với α = 0,05 và n = 62 ⇨ T0,025(60) =

2 Tqs = -2,897178

⇨ |T qs| > T0,025(60) ⇨ Tqs ∈ Wα

| |

Vậy với mức ý nghĩa 5%, số lần đi học muộn có ảnh hưởng đến điểm GPA tích lũy của sinh viên

g) Kiểm định giả thuyết với β 6

6

| > Tα/2(n-2)}

- Tính: Với α = 0,05 và n = 62 ⇨ T0,025(60) =

2 Tqs = 0,933048

⇨ |T qs| < T0,025(60) ⇨ Tqs ∉ Wα

| |

⇨Chưa có cơ sở bác bỏ giả thuyết H0

Vậy với mức ý nghĩa 5%, số tiết học trung bình 1 ngày không ảnh hưởng đến điểm GPA tích lũy của sinh viên

2.2 Kiểm định sự phù hợp của mô hình

- Theo P-value: P(F) = 0.0000< α =

Vậy với mức ý nghĩa 5%, mô hình hồi quy phù hợp

Trang 10

CHƯƠNG III:

KIỂM ĐỊNH PHÁT HIỆN CÁC KHUYẾT TẬT 3.1 Kiểm định đa cộng tuyến (độ đo TheiL)

Để kiểm tra mô hình có mắc khuyết tật đa cộng tuyến hay không, cụ thể:

Bước 1: Sử dụng ước lượng mô hình gốc để thu được các hệ số xác định R2

Bước 2: Lần lượt ước lượng từng mô hình bỏ dần biến:

GPAi = α0 + α2 × X2i + α3 × X3i + α4 × X4i + α5 × X5i + α6 × X6i + V i

=> Thu được hệ số xác định = 0.701503

Bước 3: Tính độ đo TheiL:

m=0.740814-[(0.740814-0.701503)+(0.740814-0.682790)+(0.740814-0.734029) +(0.740814-0.475298)+(0.740814-0.701259)]= 0.327521 <0.740814

=> Mô hình có mắc khuyết tật đa cộng tuyến nhưng không nghiêm trọng

3.2 Kiểm định phương sai sai số thay đổi

Dùng kiểm định White để kiểm tra hiện tượng phương sai sai số thay đổi ở mô hình gốc

Bước 1: Hồi quy mô hình White thu được:

Heteroskedasticity Test: White

Obs*R-squared 16.54519 Prob Chi-Square(25) 0.8976

Scaled explained SS 16.86584 Prob Chi-Square(25) 0.8866

Test Equation:

Trang 11

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 06/19/21 Time: 02:21

Sample: 1 62

Included observations: 62

Collinear test regressors dropped from specification

Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

R-squared 0.266858 Mean dependent var 0.039880

Adjusted R-squared -0.242268 S.D dependent var 0.064714

S.E of regression 0.072129 Akaike info criterion -2.125634

Sum squared resid 0.187292 Schwarz criterion -1.233610

Log likelihood 91.89465 Hannan-Quinn criter -1.775403

F-statistic 0.524149 Durbin-Watson stat 2.069983

Prob(F-statistic) 0.952693

Bước 2: Kiểm định giả thuyết:

Ho: Mô hình gốc có phương sai sai số đồng nhất H1: Mô hình gốc có phương sai sai số thay đổi

- P-value (Fqs) = 0.9527 > 𝛼 = 0.05, chưa có cơ sở bác bỏ Ho

- Nếu sử dụng tiêu chuẩn kiểm định: Wα={χ2: χ2>χ2(k-1) }

Ta có: 62 × 0.266858 = 16.545196

Tra bảng giá trị tới hạn phân phối khi bình phương :

χ2(25) = 37.6525

Ta thấy: χ2 < χ2(25) suy ra χ2 không thuộc miền bác bỏ W

=> Do vậy phương sai của sai số ngẫu nhiên trong mô hình không đổi

Trang 12

Vậy với mức ý nghĩa 5%, mô hình ban đầu không có hiện tượng phương sai sai

số thay đổi

3.3 Kiểm định tự tương quan

Theo phương pháp kiểm định Breusch Godfrey ta có:

Bước 1: Hồi quy mô hình:

=> Sử dụng phần mềm Eviews 8 kiểm định tự tương quan bậc 1

Bước 2: Kiểm định cặp giả thuyết:

H0: Mô hình ban đầu không có tự tương quan bậc 1

H1: Mô hình ban đầu có tự tương quan bậc 1 Theo P-value : P (F) = 0.4130 > α = 0.05

=> Không thuộc miền bác bỏ, chưa có cơ sở bác bỏ Ho

Vậy với mức ý nghĩa 5% thì chưa có cơ sở bác bỏ H0 tức là mô hình ban đầu không có sự tương quan bậc 1

Test Equation:

Dependent Variable: RESID

Date: 06/19/21 Time: 02:43

Sample: 1 62

Presample missing value lagged residuals set to zero.

Adjusted R-squared -0.115568 S.D dependent var 0.201331

S.E of regression 0.212646 Akaike info criterion -0.138459

Sum squared resid 2.441796 Schwarz criterion 0.136010

Log likelihood 12.29222 Hannan-Quinn criter -0.030695

F-statistic 0.097236 Durbin-Watson stat 1.964688

Prob(F-statistic) 0.998279

3.4 Kiểm định hiện tượng bỏ sót biến của mô hình gốc

4

Ramsey RESET Test

Equation: UNTITLED

Specification: GPA C X1 X2 X3 X4 X5 X6

Omitted Variables: Squares of fitted values

Trang 13

Value df Probability

F-test summary:

Sum of Sq df

Mean Squares

LR test summary:

Value Restricted LogL 11.90392

Unrestricted LogL 11.91781

Unrestricted Test Equation:

Dependent Variable: GPA

Date: 06/19/21 Time: 02:44

Sample: 1 62

R-squared 0.740930 Mean dependent var 2.940645 Adjusted R-squared 0.707347 S.D dependent var 0.395461 S.E of regression 0.213934 Akaike info criterion -0.126381 Sum squared resid 2.471467 Schwarz criterion 0.148088 Log likelihood 11.91781 Hannan-Quinn criter -0.018618 F-statistic 22.06258 Durbin-Watson stat 1.779503 Prob(F-statistic) 0.000000

Bước 1: Hồi quy mô hình ban đầu thu được R2

Bước 2: Hồi quy mô hình Ramsey:

=> Thu được R2

Bước 3: Kiểm định cặp giả thuyết:

H0: Mô hình ban đầu không bỏ sót biến

H1: Mô hình ban đầu bỏ sót biến

- Sử dụng tiêu chuẩn kiểm định:

F : F > F ((p−1),(n−k−p+1)}

Trang 14

F

- Giá trị thống kê quan sát là : F qs = 0.0194

Tra bảng giá trị tới hạn chuẩn phân phối Fisher

:

(2;53)

ta thấy

F qs < F

Trang 15

0,05 0 1

Vậy với mức ý nghĩa 0,05 thì mô hình chỉ định không bỏ sót biến

3.5 Kiểm định sự thu hẹp

Do các biến số lần lên thư viện (lần/tuần) (X3) và số tiết trung bình trong một ngày (X6) không có ý nghĩa thống kê Do đó, kiểm định có nên loại 2 biến X3 và X6

ra khỏi mô hình hay không?

Đề xuất mô hình mới:

GPAi = β0 + β1 × X1i + β2 × X2i + β4 × X4i + β5 × X5i + U i

Tiến hành loại biến thu được kết quả như sau:

Kiểm định loại biến X3 và X6 (số tiết học trung bình trong ngày của sinh viên) loại ra khỏi mô hình ảnh hưởng đến kết quả học tập trung bình

Redundant Variables Test Null hypothesis: X3 X6 are jointly insignificant Equation: EQ01

Specification: GPA C X1 X2 X3 X4 X5 X6 Redundant Variables: X3 X6

F-test summary:

Sum of Sq df

Mean Squares

LR test summary:

Value Restricted LogL 10.77496 Unrestricted LogL 11.90392

Restricted Test Equation:

Dependent Variable: GPA Method: Least Squares Date: 06/19/21 Time: 02:56 Sample: 1 62

Included observations: 62 Variable Coefficient Std Error t-Statistic Prob

Định dạng
Số trang	19
Dung lượng	313,1 KB